小議通貨膨脹的貨幣因素

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一、引言

2008年美國房貸危機引發了世界性的金融危機，為了應對危機對中國經濟造成的負面沖擊，中國政府于2008年10月開始采取適度寬松的貨幣政策，廣義貨幣供給量迅猛增加。2010年年初開始，與生活較大關聯的農產品價格比如蒜、姜、糖等接連漲價，到下半年各類生活資料價格接連攀升，直接推動CPI逐月升高，而在通脹壓力下，很多著名學者指出貨幣超發是通脹背后的主因。但是，央行行長周小川否認貨幣超發一說，其理由是：一方面，高儲蓄國家和低儲蓄國家的廣義貨幣占GDP的比重不一樣，中國是高儲蓄國家，因此M2占GDP比重高；另一方面，在間接融資占比高的情況下，廣義貨幣占GDP的比重就高，美國是典型的直接融資發達的國家，而中國間接融資比重大，因此拿中國的M2跟美國的比不太恰當。

那么，本輪通貨膨脹到底是不是由貨幣超發引起的？這是一個值得深思的有很大研究意義的問題。基于此，本文以中國2008年10月至2010年11月的月度數據為基礎，擬采用因果檢驗、協整分析、誤差修正模型等來分析中國M2與通貨膨脹之間的相互關系。

二、相關文獻綜述

以弗里德曼為首的貨幣主義學派始終認為通貨膨脹歸根結底是一種貨幣現象。貨幣主義學派從交易方程式開始推導，在假設貨幣流通速度為常數的條件下，超過GDP增長率的貨幣供給增長率，就是通貨膨脹率。弗里德曼認為，在短期內貨幣增加既可以引起物價上漲也可以引起產量增加，只是在長期內貨幣增加才全部反映在物價上漲上。這也意味著短期內貨幣是非中性的，長期內貨幣是中性的。

近幾年來我國也有學者從貨幣主義的視角，運用計量經濟分析，對我國貨幣供給和通貨膨脹之間的關系進行了實證分析，但是取得了不同的結果。

大多數學者發現貨幣供給確實對中國通貨膨脹產生顯著的影響。張國洪、曾永平（2005）用我國1980—2002年間的年度數據，在借用劍橋方程式建立了通貨膨脹及緊縮與貨幣供應關系的理論模型后，運用格蘭杰因果檢驗的方法驗證了我國超額貨幣供應是CPI物價指數的原因，而CPI物價指數作為超額貨幣供應的原因則被拒絕。朱慧明、張鈺（2005）根據1994—2004年間的季度數據考察了貨幣供給量增長和通貨膨脹率之間的長期均衡關系和短期動態關系，認為中國的通貨膨脹與不同層次貨幣供給量增長率之間均存在協整關系。姚遠（2007）采用協整與方差分解的方法對中國貨幣供應、通貨膨脹與經濟增長的關系進行實證研究發現，貨幣供應對通貨膨脹和經濟增長的影響具有滯后效應，長期內貨幣非中性，而通貨膨脹和經濟增長并不影響貨幣供應。程建華、黃德龍、楊曉光（2008）認為M1、M2均為CPI的Granger原因，M1和進出口還是領先于CPI變動的穩定的先行指標。貴斌威，甄苓（2008）通過構建一個“內生增長的CIA模型發現當貨幣供給速度變大時，通貨膨脹將升高。龐如超（2008）借助貨幣需求理論公式建立了通貨膨脹與貨幣供應量關系的理論模型，通過對1991—2007年居民消費價格指數和貨幣供應量增長指數進行格蘭杰因果檢驗，驗證了M0、M1及M2時滯一年的情況下，3個層次對應我國貨幣供應量是CPI物價指數變動的原因，而CPI作為貨幣供應量的原因則被拒絕。

但是，也有部分學者認為中國貨幣供給對通貨膨脹的影響并不顯著。劉金全、陳廣華、顧洪梅（2004）以1982年1月至2004年3月間M0和M1月度同比增長率的數據為基礎進行分析，發現貨幣供給增長率和通貨膨脹之間不存在顯著的協整關系。劉霖、靳云匯（2005）利用1978—2003年的數據進行分析，沒有發現在長期內貨幣供應增長率影響通貨膨脹的證據，認為在經濟的貨幣化進程中，貨幣供應增長率的提高并不一定導致通貨膨脹，貨幣化程度的提高使得貨幣流通速度逐年降低，大量的貨幣增量被經濟消耗了。

三、實證研究與結果分析

本文研究中采用的數據來自中國人民銀行調查統計司網上數據庫，樣本期為2008年10月至2010年11月的月度數據，貨幣供給取廣義貨幣供給M2，并取對數，通貨膨脹率（π）根據其月度累計全國居民消費價格指數計算而得。

1、相關性檢驗

為了研究廣義貨幣供給與通貨膨脹率之間的關系，先通過eviews分析工具對二者進行Pearson相關性檢驗，其結果如表1所示。二者之間存在顯著性的相關關系，在5%水平顯著。

2、平穩性檢驗

對于非穩定時間序列變量，其均值、方差及協方差是隨著時間的變化而變化的，很難用這些已知的信息去建立模型來預測未來情形，對非穩定時間序列建立的回歸很可能是一種偽回歸。對于偽回歸，可以增加解釋變量、減少解釋變量或進行差分來解決。因此，要進行回歸分析，首先要明確變量是否是穩定的時間序列。檢驗時間序列變量穩定性的標準方法是單位根檢驗，本文將采用ADF單位根檢驗方法來進行檢驗。對廣義貨幣供給（lnM2）及通貨膨脹率（π）進行ADF檢驗，兩個變量原始數據ADF統計量均不顯著，沒有被拒絕，在一階差分后，統計量在1%顯著性水平下拒絕了原假設，表明兩個變量都是單整I（1），即經過一階差分后可以變為穩定的時間序列變量。而且，對廣義貨幣供給（lnM2）及通貨膨脹率（π）進行Johanson協整檢驗，在有截距和確定線性趨勢的情況下，對殘差進行1階差分滯后檢驗，檢驗結果表明在5%的顯著性水平下二者協整關系數為1。

3、因果檢驗

在經濟分析中，盡管某些變量之間存在顯著的相關關系，但是它們未必都有意義，判斷一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因，一般采用因果檢驗法。為了進一步分析廣義貨幣供給與通貨膨脹之間的相關關系，本文還對二者進行了Granger因果關系檢驗。檢驗結果如表2。

通過Granger因果檢驗我們可以看出，在滯后1期和2期的情況下，廣義貨幣供給（lnM2）是通貨膨脹率（π）的Granger原因，反之不成立；而當滯后期為3期后，廣義貨幣供給（lnM2）與通貨膨脹率（π）互為Granger原因。這說明，廣義貨幣供給的增加，在短期內就會引起通貨膨脹率的增加，而通貨膨脹率的增加會引起人們通貨膨脹率預期的增加，也會引起廣義貨幣供給的增加，但是有一個時間滯后效應。

4、回歸分析

根據貨幣數量論的觀點，不僅貨幣供給量對通貨膨脹有影響，而且，通貨膨脹預期也會對通貨膨脹有影響，因此，在分析時應當考慮通貨膨脹預期的影響，在這里，以前一期的通貨膨脹作為通貨膨脹預期，建立回歸模型，可以得到如下分析結果：

從回歸模型可以看出，各參數估計量都非常顯著，貨幣供給的增加確實能夠導致通貨膨脹的增加。但是貨幣供給僅能解釋通貨膨脹變化中的22.93%。

四、結論

本文通過對中國2008年10月到2010年11月的月度數據分析，發現廣義貨幣供給的增加確實導致了中國的通貨膨脹，但是，廣義貨幣供給的增加僅能解釋通貨膨脹的22.93%。根據貨幣數量論的觀點，影響通貨膨脹的不僅有貨幣發行量，還有通貨膨脹預期、經濟增長等因素。但是在本輪通貨膨脹中，貨幣發行確實取到了一定的作用，推動了通貨膨脹的惡化。